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UNA ESTIMACIÓN 
DE LAS PRIMAS DE 
RIESGO POR 
INFLACIÓN EN EL 
CASO ESPAÑOL 
Francisco Alonso y Juan Ayuso 
Banco de España - Servicio de Estudios
Documento de Trabajo nº 9630
UNA ESTIMACIÓN 
DE LAS PRIMAS DE 
RIESGO POR 
INFLACIÓN EN EL 
-
CASO ESPANOL (*) 
Francisco Alonso y Juan Ayuso 
P) Es!e lrahajo se ha hcndiciat.ln lh.: los L'otlll..:ntarios rl'cihiJos uurante la pn:scnlaci¡)n dd 
mismo en el Semin,l!";o Interno del Servicio JI.' Estudios y. cspccialmcnh:. de su Jiscusiún por 
J. R. Martín":i".I{cs<lno. 
Banco de España - Servicio de Estudios 
Documento de Trabajo n' 9630 
El Ball1:0 "JI: España. al puhlicar I:sl¡¡ sl:ric. prdcnJc f¡¡cililar 
1;1 tlirusi6n Je t .... sluJios Je inter�'s ljue contrihuyan al mejor 
cOllocimknlO Jc la cCllnomía csp;l1iola. 
LllS an;ílisis. opiniones y conclusiones de estas investigaciones 
representan las ideas de los autores. con las tlue no necesariamente 
coincide el Bancn de España. 
ISSN: 02U·2711l 
ISBN: X�-7793·5Ió-5 
Depósito leg.al: M. 3DJ2-Il)l)(, 
Imprenta Jcl Banco de España 
RESUMEN 
En este 'trabajo se estiman primas por inflación, a partir de su forma 
funcional teórica en el marco del CCAPM: el producto entre el coeficiente 
de aversión relativa al riesgo y la covarianza condicional entre consumo 
y precios. Esta última se ha estimado a partir de un modelo GARCH 
bivariante para las series trimestrales de consumo y precios durante el 
período 1970-1995. El coeficiente de aversión al riesgo se ha fijado a partir 
de las estimaciones disponibles para el caso español. Los resultados 
muestran que las primas por inflación a los plazos de 1, 3 Y 5 años han 
sido notablemente reducidas (por debajo de 40 puntos básicos)"y estables. 
La evidencia es, pues, favorable a la verificación, en el caso espaftol, de 
la relación de Fisher, según la cual el tipo de interés nominal es la suma 
del tipo de interés real ex-ante y de la tasa esperada de inflación. 
1. INTRODUCCIÓN 
Es comúnmente aceptado que los agentes económicos que participan en 
los mercados financieros toman sus decisiones sobre la base de sus 
expectativas con respecto al comportamiento futuro de las variables 
relevantes y que, además, forman tales expectativas de manera racional. 
En estas condiciones, los precios de los activos negociados en estos 
mercados se convierten en una importante fuente de información sobre las 
reacciones de dichos agentes ante distintos cambios en el contexto 
económico, entre los cuales ocupan un lugar destacado las medidas de 
política económica adoptadas por las autoridades pertinentes. El análisis 
de la estructura temporal de los tipos de interés, un tema de larga 
tradición en la literatura financiera, se enmarca en este intento de extraer 
información relevante de los precios de los activos financieros. 
Como se comenta con detalle en Soderlind (1995) o Ayuso y Núfiez 
(1996), la estructura temporal de los tipos de interés proporciona, en 
determinadas condiciones J información relevante sobre la evolución futura 
de los tipos de interés y de la tasa de inflación que anticipan los agentes 
participantes en los mercados financieros. Extraer esa información, sin 
embargo, requiere la estimación de las primas de riesgo por plazo y por 
inflación que incorporan los tipos de interés nominales a largo plazo. En 
Restoy (1995) se lleva a cabo la estimación de las primas por plazo, en el 
caso español, y se concluye que, dado su reducido tamaño, los tipos de 
interés nominales a largo plazo pueden considerarse completamente 
determinados por las expectativas sobre la evolución futura de los tipos 
de interés nominales a corto plazo -hipótesis expectacional-. 
Por el contrario, no existen hasta el momento estimaciones similares 
sobre la magnitud de las primas por inflación que permitan determinar 
hasta qué punto esos mismos tipos de interés nominales a largo plazo están 
igualment� determinados por la suma de un tipo de interés real ex-ante a 
largo plazo y de las expectativas de los agentes sobre la evolución futura 
de los precios -ecuación de Fisher-. El objetivo de este trabajo es, 
precisamente, proporcionar una estimación de las primas por inflación 
implícitas en los tipos de interés nominales españoles, durante el periodo 
-5-
1970-1995. La estimación se realiza a partir de las condiciones de 
equilibrio del conocido modelo de valoración de activos CCAPM 
(Consumption Capital Asset Pricing Model). En la medida en la que el 
Banco de Espafta fija, en la actualidad, sus objetivos en términos de la 
tasa de inflación interanual a medio plazo, el trabajo se centra en la 
estimación de la primas por inflación a los plazos de 1, 3 Y 5 años, 
necesarias para conocer la inflación esperada por los agentes en los 
próximos 5 años. 
De acuerdo con ese objetivo, la estructura del trabajo es la siguiente. 
Tras esta introducción, en la sección 2, se deriva la forma teórica de las 
primas por inflación en el contexto del CCAPM: el producto del coeficiente 
de aversión relativa al riesgo de los individuos por la covarianza 
condicional entre consumo y precios. En la sección 3, se aborda la 
estimación de la citada covarianza condicional, de acuerdo con la 
metodología GARCH, se tabuIa el coeficiente de aversión relativa al riesgo 
y se analiza el comportamiento de la prima por inflación durante el perlodo 
considerado. Finalmente, la sección 4 cierra el trabajo con las principales 
conclusiones del análisis. Estas conclusiones pueden resumirse de modo 
breve, diciendo que las primas por plazo aquí estimadas son pequeñas y 
estables, de modo que la ecuación de Fisher parece ser, en el caso 
español, una buena aproximación a la relación empírica entre tipos de 
interés nominales, tipos de interés reales ex-ante y tasas esperadas de 
inflación. 
2. PRIMAS POR INFLACIÓN: FORMULACIÓN TEóRICA 
En esta sección, se deriva la forma teórica de las primas por riesgo de 
inflación, a partir de las relaciones de equilibrio entre los rendimientos 
nominales y reales de los diferentes activos financieros existentes en la 
econonúa, de acuerdo con el modelo estocástico intertemporal convencional 
de valoración de activos financieros conocido como el CCAPM1. 
1 Véase Lucas (1978). La evidencia emplrlca internacional sobre la 
capacidad del CCAPM para explicar los precios de los activos financieros 
no es concluyente [véase, por ejemplo, Hardouvelis, Kim y Wizman 
-6-
El CCAPM parte del supuesto de que los agentes eligen la composición 
de sus carteras para maximizar la utilidad esperada de la senda infinita de 
consumos futuros contingentes y que su única fuente de riqueza es, 
precisamente, el rendimiento de dicha cartera. En estas condiciones, en 
cada momento t, los agentes resuelven el siguiente problema: 
Max E, L P'U(C,.) 
'"" 
sujeto al siguiente conjunto de restricciones: 
T 
P,(C, + L W,) 
'-1 
T 
= L PS-'f �-'f"� RaT_T; 
'-1 
sH 
donde 13 es un parámetro de preferencia temporal; es' el consumo real 
del individuo en el momento s; w:..'t" la cantidad real invertida en el 
período s en un activo financiero que vence dentro de 't periodos, cuyo 
rendimiento nominal (incluida la devolución del principal) por período 
es R,u-+'f; y, finalmente, Ps es el nivel general de precios en el 
momento s. 
Un poco de álgebra permite probar que las condiciones de primer orden 
del problema anterior toman la forma: 
E, RMS',t+k -- Rr,t+k 
( p, . ) P'+l 
1, 'tt, k (1) 
donde RMSt,l+k es la relación marginal de sustitución entre consumo futuro 
y consumo presente. La explicación intuitiva del significado de este 
conjunto de condiciones de optimalidad es sencilla: cuando se descuentan 
adecuadamente -esto es, según la relación marginal de sustitución entre 
consumo presente y consumo futuro-, los rendimientos esperados en 
términos reales de todos los activos financieros deben ser, en equilibrio, 
iguales entre sí. 
(1995)]. En el caso español, Ayuso (1996) y Rubio (1996),utilizando 
datos y metodologías diferentes, encuentran evidencia 'relativamente 
favorable al CCAPM. 
- 7 -
Para activos financieros cuya rentabilidad nominal sea sin riesgo y, por 
tanto, conocida en t (es decir, para bonos cupón cero a plazo k) las 
condiciones anteriores pueden escribirse como: 
• 1 R;i •• 
= P , E. (RMS ..... -' ) 
Pt+1 
V t, k 
(2) 
Si se consideran, ahora, activos financieros cuya rentabilidad esté 
expresada en términos reales, es fácil comprobar que las condiciones de 
primer orden (1) toman la forma: 
E. (RMS ..... � •• ) 1, V t, k (3) 
donde �+1 es el rendimiento (real) total por periodo, del activo con 
plazo de vencimiento igual a k. Para aquellos activos financieros cuya 
rentabilidad real sea sin riesgo y, por tanto, conocida en t (es decir, 
para hipotéticos bonos cupón cero a plazo k perfectamente indiciados), 
el conjunto de condiciones (3) puede reescribirse como: 
• 1 
RR;¡.. = E (RMS )' t t.I+1 
V t, k (4) 
Tomando logaritmos en (2) y (4) Y restando esta última ecuación de la 
anterior se obtiene 
donde i..... representa el (logaritmo del) rendimiento nominal por periodo 
de un bono cupón cero emitido en t con un plazo de maduración igual 
a k; y r t.I+1' el (logaritmo del) rendimiento real por período de un bono 
cupón cero emitido en t con un plazo de maduración igual a k y 
perfectamente indiciado. 
Si se supone, a continuación, que la relación marginal de sustitución y 
-8-
el cociente de precios siguen una distribución (condicional) lognormal, es 
fácil comprobar que la ecuación anterior toma la forma: 
d o n d e 
términos: 
rmst,t.. 10gRMSt,t.. y "t,t •• = log(P, •• / P,) . 
(6) 
Reagrupando 
Obsérvese que el lado derecho de (6') mide la diferencia entre la 
rentabilidad real esperada a plazo k para una inversión en activos cuya 
rentabilidad es conocida en términos nominales, pero arriesgada en 
términos reales (ya que se desconoce cuál será la tasa de inflación) y la 
rentabilidad real sin riesgo a dicho plazo. Precisamente, estos dos 
sumandos diferencian la ecuación (6') de la conocida ecuación de Fisher. 
Como es bien sabido, la interpretación de cada uno de estos sumandos en 
términos económicos es diferente. El sumando que depende de la varianza 
condicional de la tasa de inflación aparece como consecuencia de la 
conocida desigualdad de Jensen, de modo que carece de interpretación 
económica2• El sumando que depende de la covarianza condicional, sin 
embargo, puede caracterizarse como la prima de riesgo exigida al activo 
cuyo rendimiento es seguro en términos nominales, pero arriesgado en 
términos reales. En la medida en que dicho riesgo procede) 
exclusivamente, del desconocimiento de la evolución futura de los precios, 
esta prima es conocida como la prima por inflación (a plazo k) . Esta es, 
precisamente, la prima de riesgo que estamos interesados en medir. 
Para estimar la prima por inflación es necesario realizar algún supuesto 
adicional sobre la función de utilidad de los individuos. Como es habitual 
en la literatura financiera, se supone que la función de utilidad es del tipo 
isoelástico: 
2 De hecho, este término desaparece si se considera el desarrollo del 
modelo en tiempo continuo y no en tiempo discreto. 
- 9 -
U(C) C1-, ---, 1 - Y 
y • 1 (7) 
donde y mide el grado (constante) de aversión relativa al riesgo de los 
individuos. En estas condiciones, es inmediato que la prima por inflación 
a plazo k - Plt.t+J: - toma la forma: 
(8) 
donde c, � log(C,). 
En consecuencia, la estimación de la prima por inflación a 
plazo k requiere la estimación de la covarianza condicional a dicho plazo 
entre las tasas de crecimiento del consumo y los precios J y del coeficiente 
de aversión relativa al riesgo y. Este es el objetivo de la sección 
siguiente. 
3. PRIMAS POR INFLACIÓN: ESTIMACIÓN EMPfRICA 
3.1. Estimación de Cov,(á.c, •• , "r,r •• ) y y 
La covarianza condicional entre consumo y precios se estima J en este 
trabajo, a partir de las series trimestrales de consumo nacional privado no 
duradero -en pesetas constantes de 1986- y de su correspondiente 
deflactor, elaboradas en el Servicio de Estudios del Banco de España, a 
partir de las series de consumo total publicadas por el INE3• El período 
que se analiza abarca desde el primer trimestre de 1970 hasta el último de 
3 Véase Estrada (1996). Conviene sefialar que las series publicadas por 
el INE proceden de la trimestralización de las correspondientes series 
anuales. En general, estos procesos de trimestralización de series anuales 
suelen provocar una cierta suavización artificial de la serie, por lo que los 
resultados que se ofrecen deben tomarse con cierta cautela. 
Desgraciadamente, el uso de la serie anual-que resolvería este problema­
nos dejaría sin suficientes grados de libertad en el análisis. 
-10-
1995 (véase gráfico 1)'. 
La estimación de la covarianza condicional requiere descomponer cada 
serie en sus componentes anticipado y no anticipado. Así pues, es 
preciso, en primer lugar, realizar una estimación previa de las 
correspondientes medias condicionales de ambas series. Dado que nuestro 
interés radica en la modelización no de los primeros momentos 
(condicionales) de las series, sino de sus segundos momentos, la 
estimación de las medias condicionales se ha realizado en el marco de 
modelos uruecuacionales para las transformaciones estacionarias de las 
series originales, incluyendo un elevado número de retardos en el lado 
derecho de cada ecuación, con el fin de garantizar un alto grado de ajuste 
intramuestraI. Más concretamente, la especificación de cada variable 
(consumo y precios) incluye ocho retardos de la propia variable y, 
adicionalmente, la ecuación para el consumo incluye cuatro retardos de la 
variable precios5• Es decir: 
[:>�.l = 
[�] + [
��L + 
donde p. representa el logaritmo del nivel de precios y 
[e: I 0 •. 1]- N(O Il ) 
¿lO ' .-1 t t-l 
siendo 0t_l el conjunto de información disponible en t-l. 
Las ecuaciones anteriores pueden reescribirse de modo compacto como: 
4 Se han realizado también pruebas adicionales con series mensuales 
para el periodo 1985-1995. Los resultados cualitativos son muy similares 
a los que se obtienen para las series trimestrales, si bien el período 
cubierto es notablemente inferior. Asimismo, la sustitución del deflactor 
por las series del IPe y del IPSEBENE tampoco altera las conclusiones del 
trabajo. 
s Los retardos del consumo en la ecuación de precios no resultaron 
estadísticamente significativos. 
-11-
[(l-L) O] 
o (l-L)' X, 
donde 
�o + �(L) X 
[(l-L) O
] o (1-L)2 , 
x, ; 
[
;:] 
+ E, (9) 
El conjunto de ecuaciones (9) se ha estimado por DÚnimos cuadrados 
ordinarios (véase el cuadro A.l en el anejo) que, aun en presencia de 
heteroscedasticidad, proporcionan estimaciones consistentes (aunque no 
eficientes) de los parámetros de las medias condicionales. Dado nuestro 
objetivo, es suficiente contar con estimaciones consistentes de los 
parámetros. Como puede verse en el cuadro 1, el número de retardos 
incluido es adecuado para eliminar cualquier tipo de correlación residual. 
Una vez estimado el vector de innovaciones E" la covarianza 
condicional entre consumo y precios se ha obtenido a partir de la 
estimación de un modelo ARCH (3) bivariante para E" en línea con la 
parametrización sugerida en Engle, Granger y Kraft (1984) y Bollerslev, 
Engle y Wooldridge (1988). Concretamente, se supone que la matriz de 
varianzas"'covarianzas condicional toma la forma: 
donde el símbolo n._" representa el producto de matrices elemento a 
elemento6• Así, cada varianza condicional depende exclusivamente de las 
innovaciones pasadas (al cuadrado) en la propia serie, mientras que la 
covarianza condicional entre consumo y precios depende del producto 
cruzado entre las innovaciones pasadas de ambas series. Por otra parte, 
se impone la restricción de que A(V Al' Az y A,3 sean matrices semidefinidas 
positivas) para garantizar que lamatriz de varianzas-covarianzas 
• Es decir: 
-12-
condicional sea, a su vez, semidefinida positiva. 
Los resultados de la estimación máximo-verosimil de (10) aparecen en 
el cuadro 2. Como puede observarse, los parámetros que caracterizan el 
comportamiento de la covarianza condicional (los elementos fuera de la 
diagonal de las distintas matrices) son solo marginalmente significativos, 
no siendo posible rechazar, en consecuencia, que, salvo para niveles de 
significación bastante exigentes, las primas por riesgo inflacionario hayan 
sido nulas durante el periodo considerado. Por otra parte, el ajuste del 
modelo es satisfactorio, no apreciándose evidencia de heteroscedasticidad 
condicional residual. 
Tomando como referencia las estimaciones puntuales de los parámetros 
relevantes, y obviando su reducido nivel de significación, es fácil obtener 
la covarianza condicional entre consumo y precios k períodos por delante. 
En primer lugar, es preciso expresar el proceso para la media condicional 
de precios y consumo en forma de MA infinito: 
[(1 �L) 
B(L) X, 
(1�L)2lx, �o + �(L) . X + 
[(1-L) O 1 
O (l-L)' , 
E, 
�o + E" B(L) 
[(1-L) 
[1 - �(L)l O (1 �L)2l 
X, 'I'(L) �o + 'I'(L)E, B(L) 'I'(L) = 1 
A partir de la expresión anterior, es inmediato que: 
, 
V/X,.,) = 1: '1',_, V,( Et.� 'I'�-i 
'·1 
-
-
(11) 
Dado que la varianza condicional del vector de innovaciones E, sigue 
el proceso ARCH(3) caracterizado en (lO), un poco de álgebra permite 
hallar las expresiones para sus varianzas condicionales a los diferentes 
-13-
plazos comprendidos entre 1 y k: 
(12) 
Sustituyendo (12) en (11), puede obtenerse la covarianz8.condicional 
a cualquier plazo entre las tasas de crecimiento de los precios y el 
consumo que aparece en la ecuación (8) -el elemento fuera de la diagonal 
principal de la matriz V,(X, •• )-. 
De acuerdo con esa misma ecuación (8), la estimación de la prima por 
inflación requiere, además, una estimación previa del coeficiente de 
aversión relativa al riesgo. El cuadro 3 muestra los resultados, al 
respecto, de diferentes trabajos realizados para el caso español. Como 
puede verse, el valor estimado de y varía dentro de un rango entre -O J 39 
Y 7,22, con un valor medio de 2,32. Con el fin de evaluar la importancia 
de las primas por inflación, se van a considerar aquí dos posibles valores 
de y: sus valores medio y máximo, de acuerdo con los resultados 
resumidos en el cuadro 3. 
3. 2. Primas por riesgo de inflación 
Estimado el proceso para la covarianza condicional que aparece en la 
ecuación (8), Y dados unos valores de referencia para y, en esta 
subsección se presentan los resultados de la estimación de las primas por 
riesgo de inflación al, 3 Y 5 años. Como puede verse en el gráfico 2, las 
primas por inflación son positivas durante la totalidad del período, aunque 
notablemente reducidas en comparación con los niveles de los tipos de 
-14-
interés nODÚnales a los distintos plazos considerados 7• Este resultado se 
mantiene incluso para el valor máximo del coeficiente de aversión relativa 
al riesgo estimado para España, en cuyo caso las primas por inflación no 
superan en ningún momento los 40 puntos básicos. De hecho, para que la 
prima media por inflación a 5 años fuese de 1 punto porcentual, el 
coeficiente y debería de ser superior a 30, un valor considerablemente 
alto. El comportaDÚento de las primas por inflación ha sido, además, 
bastante estable durante el periodo considerado. 
Estos resultados están bastante en linea con los encontrados en 
Soderlind (1995) e lreland (1996), para el caso americano, y en Levin y 
Copeland (1993), para el caso inglés. Así, el primero encuentra primas 
por inflación a 1 año que, para un valor del coeficiente y de 5, alcanzan 
un valor máximo de 0,3% a lo largo del período 1955:1-1990:IV. Levin y 
Copeland, por su parte, presentan una estimación conjunta de la suma de 
la prima por inflación y el térDÚno de desigualdad de Jensen (negativo, 
por definición) al plazo de 3 años, a partir de datos diarios sobre los tipos 
de interés de los bonos ingleses indiciados. Estos autores concluyen que 
dicha suma es pequeña (con un valor medio de -0,16%) y estable (oscila 
entre -0,52% y 0,12%) durante el período 1982-1991. Además, afirman que 
la prima por inflación representa en torno al 80% de la suma de ambos 
componentes. En Ireland (1996) no se aportan estimaciones puntuales 
concretas de las primas por inflación, pero se presenta evidencia indirecta 
al respecto que permite afirmar al autor que su valor para los bonos a 10 
años del Tesoro es "muy pequeño". 
En definitiva, los resultados obtenidos llevan a la conclusión de que la 
relación de Fisher, según la cual la diferencia entre los tipos de interés 
nominales y los tipos de interés reales ex-ante mide, exclusivamente, las 
expectativas de inflación de los agentes, es una buena aproximación 
empírica a la relación entre tipos de interés nominales y tipos de interés 
reales en el caso español. 
7 Aunque no existen datos sobre los tipos nominales para la totalidad 
del período aquí analizado, el valor medio del tipo interbancario a 1 año 
entre 1976 y 1995 fue del 14,1%, mientras que entre 1979 y 1995 los tipos 
de interés de la Deuda Pública entre 2 y 4 años y a más de 4 años fueron, 
respectivamente, del 13, 7% y del 12, 7%. 
- 15-
4. CONCLUSIONES 
Los tipos de interés nominales pueden ser una fuente importante de 
información sobre las expectativas de los agentes con respecto a la 
evolución futura de la tasa de inflación. Para obtener dicha información, 
sin embargo) es preciso disponer de una estimación de la magnitud de las 
primas por inflación que dichos tipos de interés incorporan. 
En este trabajo se ha abordado la estimación de las primas por inflación 
a los plazos de 1, 3 Y 5 años, necesarias para conocer la tasa de inflación 
interanual esperada por los agentes y poder proceder a su comparación 
con los objetivos establecidos por la autoridad monetaria. La estimación se 
ha realizado a partir de la forma funcional teórica de las primas en el 
marco del CCAPM, de acuerdo con el cual pueden expresarse como el 
producto entre el coeficiente de aversión relativa al riesgo de los 
individuos y la covarianza condicional entre consumo y precios. Esta 
última se ha estimado a partir de un modelo GARCH bivariante para las 
series trimestrales de consumo y precios durante el periodo 1970-1995. El 
coeficiente de aversión al riesgo se ha fijado, sin embargo J a partir de las 
estimaciones disponibles para el caso español, que 10 sitúan en un rango 
entre -0,39 y 7,22. 
De acuerdo con los resultados aportados, y con las lógicas cautelas 
asociadas al hecho de que los datos de consumo proceden de la 
trimestralización de las series anuales, puede concluirse que las primas 
por inflación a los plazos de 1, 3 Y 5 años han sido, durante el período 
considerado, notablemente reducidas (por debajo de 40 puntos básicos) 
y bastante estables, sobre todo en comparación con los valores mostrados 
por los tipos de interés nominales. La evidencia es, pues, favorable a la 
verificación, en el caso español, de la relación de Fisher, según la cual el 
tipo de interés nominal es la suma del tipo de interés real ex-ante y de la 
tasa esperada de inflación. 
-16-
CUADRO 1.- Contrastes de autocorrelación residual 
[ '\C, ] = [��]. [�:L • ... • ��L' 
11 P, elfo O 
�iL • ... • �r; 4] [!2C'] • [e;] 
�L • ... • elfo! P, e: 
., e, eI: , 
Q(I) 0,08 3E-3 
Q(4) 0,44 0,88 
Q(8) 3,28 1,03 
Q(12) 6,57 3,72 
Q(20) 10,4 9,70 
NOTAS: 
1. Q(x) es el valor del contraste de Ljung-Box de autocorrelación residual 
de hasta orden x. 
- 17 -
CUADRO 2.- Resultados de la estimación de la covarianza condicional 
Parámetro Valor estimado 
(error estándar) 
a11,o 0,12 (0,03) 
a12,0 -0,01 (0,01) 
a22,0 0,05 (0,02) 
a11,l 0,19 (0,25) 
a12,1 3E-3 (0,13) 
a22,1 0,06 (0,08) 
a11,2 O (--) 
a12,2 O (--) 
a22,2 0,19 (0,14) 
a11,3 
O(--) 
a12,3 O (--) 
Sa2,3 0,58 (0,23) 
-18-
CUADRO 2.- Continuación. 
Qc (1) 0,01 
Q.(1) 0,89 
Qc.(l) 0,02 
Qc (4) 1,00 
Q.(4) 1,79 
Qc.(4) 0,64 
Qc(8) 2,22 
Q.(8) 4,24 
Qcp(8) 2,52 
Qc(20) 11,30 
Q.(20) 8,40 
Qcp(20) 13,00 
NOTAS: 
1. Las series Et están multiplicadas por 100. 
2. Q(x) es el valor del contraste de Ljung-Box de autocorrelación residual 
de hasta orden x, correspondiente al cuadrado de los residuos 
normalizados de las ecuaciones de consumo (subíndice e) y precios (p), 
y al producto de los residuos normalizados de ambas series (cp). 
3. O (--) significa que el valor de los parámetros correspondientes se ha 
restringido a o. 
-19 -
CUADRO 3.- Estimaciones del coeficiente de aversión relativa al riesgo 
Autor Perlodo Estimación 
(e. estándar) 
Alcalá, J. T., Bachiller, A. y Olave, P. (1993) 1970-1990 -0,01 (0,03) 
1970-1974 -0,02 (0,32) 
1975-1980 -0,39 (0,33) 
1981-1990 0,03 (0,01) 
Alonso, A., Rubio, G. Y Tusell, F. (1987) 
Alonso, A., Rubio, G. y Tusell, F. (1988) 
Alonso, F. Y Restoy, F. (995)'4) 
Ayuso, J. (1996) 
Martinez, M. A. (1994)'4) 
Mora, J. (992) 
1965-1984 
1965-1974 
1975-1984 
1965-1984 
1965-1974 
1975-1984 
1974-1992 
1988-1995 
1980-1992 
1976-1989 
3,88 (0,36) 
6,66 (0,04) 
1,38 (0,09) 
3,82 (1,74) 
7,22 0,80) 
0,82 (2,41) 
3,85 (5,99) 
5,90 (7,77) 
0,22 (4E-3) 
2,52 0,15) 
1,61 (1,21) 
2,64 (1,09) 
1,64 (1,19) 
0,02 (3E-3) 
(a) Estos autores presentan varias estimaciones de y, dependiendo del 
método de estimación elegido. 
-20-
" 
25 
20 
15 
10 
5 
GRÁFICO 1. Tasas de crecimiento interanual 
: 
" 
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! ': 
,,! \" /'" 
! \".-' ...... 
Def1actor 
", 
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...... '. 
" -" 
" 
25 
20 
15 
10 
5 
o r-----------�--�r,��------------���� O 
71:1 73:1 75:1 ni 79:1 81:1 83:1 85:1 87:1 89:1 91:1 93:1 95:1 
-21-
GRÁFICO 2. Primas por riesgo de inflación 
,. Puntos porcentuales anuales 
0.5 
Coeficiente máximo de aversión al riesgo 
0.4 
0.3 
0.2 
0.1 
A 5 años 
....... 
! \ A3años 
.... .: ....... :... 
" .. " ..... ........ 
Al""" 
" 
0.5 
0.4 
0.3 
0.2 
..
.. 0.1 
O LL __ � __ L-� __ -L __ -L __ � __ L-� __ -L __ � __ � O 
73:1 75:1 77:1 79:1 81:1 83:1 85:1 87:1 89:1 91:1 93:1 95:1 
" 
0.5 
0.4 
0.3 
0.2 
0.1 
CoefIciente medio de aversión al riesgo 
......
.
.... ...... " . 
l"'-" 
A 5 años 
..•. , 
\ ",-,. ' '-., 
.....
.
...... ,-,- ........
...
.
...... .
. 
.... A3 añ-O;" . ... .
. 
. ................ . 
" 
0.5 
0.4 
0.3 
0.2 
0.1 
A 1 año O LC������===t���==��===t==� O 
73:1 75:1 77:1 79:1 81:1 83:1 85:1 87:1 89:1 91:1 93:1 95:1 
-22-
ANEJO 
CUADRO A.1.- Medias condicionales de consumo y precios 
Parámetro i = e , j = P i = P J j = e 
cI>� 0,06 (0,07) -0,02 (0,05) 
cI>� 0,99 (0,11) 0,10 (0,11) 
� -0,55 (0,16) -0,16 (0,11) 
cI>; 0,24 (0,16) -0,10 (0,11) 
cI>� 0,20 (0,16) -0,03 (0,10) 
cI>: -0,25 (0,16) -0,14 (0,10) 
cI>� 0,07 (0,15) -0, 14 (0,10) 
� 0,08 (0,14) -0,19 (0,10) 
cI>� 0,08 (0,10) 0,17 (0,10) 
cl>r -0,12 (0,10) --
Ii 0,21 (0,10) cI>, --
cl>g -0,14 (0,10) --
cI>� -0,02 (0,10) --
j' 0,67 0,10 
a 0,40 0,44 
N 94 94 
NOTAS. 
1. Errores estándar, entre paréntesis. 
2. Series multiplicadas por 100. 
-23-
REFERENCIAS 
Alcalá, J. T., Bachiller, A. y Olave, P. (1993), "Prima de riesgo y 
volatilidad en el mercado de valores español", Revista de Economía 
Aplicada, Vol. 1, No. 3, pp. 95-117. 
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aversion in the Spanish stock market", Southern European Economic 
Discussion Series (SEEDS) No. 53. 
Alonso, A. J Rubio, G. Y Tusell, F. (1988), "Estimación del coeficiente de 
aversión relativa al riesgo: propiedades asintóticas de un estimador 
generalizado de momentos", Revista Espaftola de Economía, Vol. 5, Nos. 
1-2, pp. 105-118. 
Alonso, F. Y F. Restoy (1995), "La remuneración de la volatilidad en el 
mercado español de renta variable", Moneda y Crédito, No. 200, pp. 95-
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Ayuso, J. (1996), "Un análisis empirico de los tipos de interés reales ex­
ante en Espaiia", Banco de Espaiia, Documento de Trabajo No. 9614. De 
próxima aparición en Investigaciones Económicas. 
Ayuso, J. Y S. Núfiez (1996), "La curva de rendimientos como indicador 
para la política monetarialt J en La política monetaria y la inflación en 
Espafia, Banco de España (de próxima aparición) . 
Bollerslev, T., R.F. Engle y J.M. Wooldridge (1988), "A capital asset 
pricing model with time varying covariances", Journal of Political 
Economy, Vol. 96, No. 1, pp. 116-131. 
Engle, R.F., C. W.J. Granger y D.F. Kraft (1984), "Combining competing 
forecast of inflation using a bivariate ARCH model", Journal of Economic 
Dynamics and Control, No. 8, pp. 151-165. 
Estrada, A. (1996), "El consumo privado en Espafia", Banco de Espaiia, 
Estudios Económicos, de próxima aparición. 
-25 -
Hardouvelis, G.A., K. Dongcheol y T .A. Wizman (1995), "Asset pricing 
models with and without consumption: an empírical evaluationlt t CEPR, 
Working Paper No. 1262. 
lreland, P.N. (1996), "Long-term interest rates and inflation: A 
Fisherian approach", FRB of Richmond Economic Quarterly, Vol. 82, No. 
1, pp. 21-35. 
Levin, E.I. Y L.S. Copeland (1993), "Reading the message from the UK 
indexed bond market: real interest rates, expected inflation and the risk 
premium", The Manchester Schao!, Vol. LXI, Supplement, pp. 13-34. 
Lucas, R. E.Jr. (1978), "Asset Prices in an exchange economy", 
Econometrica, 46, pp. 1429-1445. 
Martínez Sedano, M.A. (1994), "Restricciones de cartera y evaluación de 
la gestión de los fondos de inversión", Ulriversidad del Pais Vasco, 
Facultad de CC. Económicas y EE, Documento de Trabajo No. 9417. 
Mora, J. (1992), "Eficiencia de los mercados financieros: una 
contrastaci6n con modelización", Revista Española de Economía, número 
monográfico sobre "Mercados financieros españoles", pp. 33-55. 
Restoy, F. (1995), "Determinantes de la curva de rendimientos: hipótesis 
expectacional y primas de riesgo", Banco de España, Documento de 
Trabajo 9530. 
Rubio, E.M. (1996), "Testing the CCAPM on Spalrish data: a new 
approach", CEMFI, Working Paper No. 9603. 
Soderlind, P. (1995), "Forward interest rates as indicators of inflation 
expectations", CEPR Working Paper No. 1313. 
-26-
DOCUMENTOS DE TRABAJO (1) 
92/0 Ángel Sena. Tubert: Riesgo, especulación y cobertura en un mercado de futuros dinámico. 
9211 Soledad Núñez Ramos: Fras, futuros y opciones sobre el MIBOR. 
92/3 Javier Santillán: La idoneidad y asignación del ahorro mundial. 
92/4 María de los Llanos Matea: Contrastes de raíces unitarias para series mensuales. Una apli­
cación alIPC. 
92/5 Isabel Argimón. José Manuel González·Páramo y José María Roldán: Ahorro, riqueza y 
tipos de interés en España. 
92/6 Javier Azcárate Aguilar-Amat: La supervisión de los conglomerados financieros. 
92/7 Olympia Bover: Un modelo empírico de la evolución de los precios de la vivienda en Espa­
ña (1976-1991). (Publicada una edición en inglés con el mismo número.) 
9218 Jeroen J. M. Kremers, Neil R. Ericsson and Juan J. Dolado: The power of cointegration 
tests. 
9219 Luis Julián Álvarez, Juan Carlos Delrieu y Javier Jareño: Tratamiento de predicciones 
conOictivas: empleo eficiente de infonnación extramuestral. (Publicada una edición en in­
glés con el mismo número.) 
9221 Fernando Resloy: Tipos de interés y disciplina fiscal en uniones monetarias. (Publicada 
una edición en inglés con el mismo número.) 
9222 Manuel Arellano: Introducción al análisis econométrico con datos de paneL 
9223 Ángel Sertat: Diferenciales de tipos de interés ONSHOREIOFFSHORE y operaciones 
SWAP. 
9224 Ángel Serrat: Credibilidad y arbitraje de la peseta en el SME. 
9225 Juan Ayuso y Fernando Restoy: Eficiencia y primas de riesgo en los mercados de cambio. 
(Publicada una edición en inglés con el mismo número.) 
9226 Luis J. Álvarez, Juan C. Delrieu y Antoni Espasa: Aproximación lineal por tramos a com­
portamientos no lineales: estimación de señales de nively crecimiento. 
9227 I�nacio Hemando y Javier Vallés: Productividad. estructura de mercado y situación finan-
clera. 
9228 Ángel Estrada García: Una función de consumo de bienes duraderos. 
9229 Juan J. Dolado and SamueJ Bentolila: Who are the insiders? Wage setting in spanish 
manufacturing firms. 
9301 Emiliano González Mota: Políticas de estabilización y Ifmites a la autonomía fiscal en un 
área monetaria y económica común. 
9302 Anindya Banerjee, Juan J. Dolado aud Ricardo Mestre: On some simple tests for cointe­
gration: the cost of simplicity. 
9303 Juan Ayuso y Juan Luis Vega: Agregados monetarios ponderados: el caso español. (Publi-
cada una edición en inglés con el mismo número.) 
9304 Ángel Luis Gómez Jiménez: Indicadores de la política fiscal: una aplicación al caso español. 
9305 Ángel Estrada y Miguel Sebastián: Una serie de gasto en bienes de consumo duradero. 
9306 Jesús Briones, Ángel Estrada e Ignacio Hemando: Evaluación de los efectos de reformas 
en la imposición indirecta. 
9307 Juan Ayuso, Maria Pérez Jurado y Fernando Restoy: Indicadores de credibilidad de un ré­
gimen cambiario: el caso de la peseta en el SME. (Publicada una edición en inglés con el 
mismo número.) 
9308 Cristina Mazón: Regularidades empíricas de las empresas industriales españolas: ¿existe 
correlación entre beneficios y participación? 
9309 Juan Dolado, Alessandra Coria and Andrea Ichino: Immigration and growth in the host 
counlry. 
93/0 Amparo Ricardo Ricardo: Series históricas de contabilidad nacional y mercado de trabajo 
para la CE y EEUU: 1960-1991. 
93/1 Fernando Restoy and G. Michael Rockinger: On stock market returns and returns on in· 
vestment. 
9312 Jesús Saurioa Salas: Indicadores de solvencia bancaria y contabilidad a valor de mercado. 
93/3 Isabel Argimón, José Manuel González-Páramo, María Jesús Martín y José María Roldán: 
Productividad e infraestructuras en la economía española. (Publicada una edición en inglés 
con el mismo número.) 
9314 Fernando Ballabriga, Miguel Sebastián and Javier Vallés: Interdependence oí EC econo­
mies: A VAR approach. 
93/5 Isabel Argimón y M.a Jesús Martín: Serie de «stock» de infraestructuras del Estado y de las 
Administraciones Públicas en España. 
93/6 P. Martínez Méndez: Fiscalidad, tipos de interés y tipo de cambio. 
9317 P. Martínez Méndez: Efectos sobre la política económica española de una fiscalidad distor­
sionada por la inflación. 
9318 Pablo Antolín and Olympia Bover: Regional Migration in Spain: The effect oC Personal 
Characteristics and of Unemployment, Wage and House Pricc Differentials Using Pooled 
Cross-Sections. 
9319 Samuel Bentolila y Juan J. Dolado: La contratación temporal y sus efectos sobre la compe­
titividad. 
9320 Luis Julián Álvarez, Javier Jareño y Miguel Sebastián: Salarios públicos. salarios privados 
e inflación dual. 
9321 Ana Revenga: Credibilidad y persistencia de la in nación en el Sistema Monetario Europeo. 
(Publicada una edición en inglés con el mismo número.) 
9322 María Pérez Jurado y Juan Luis Vega: Paridad del poder de compra: un análisis empírico. 
(Publicada una edición en inglés con el mismo número.) 
9323 Ignacio Hemando y Ja"ier Vallés: Productividad sectorial: comportamiento cíclico en la 
economía española. 
9324 Juan J. Dolado, Miguel Sebastián and Javier Vallés: Cyc\ical patteros oC the Spanish eco­
nomy. 
9325 Juan Ayuso y José Luis Escrivá: La evolución del control monetario en España. 
9326 Alberto Cabrero Bravo e Isabel Sánchez García: Métodos de predicción de los agregados 
monetarios. 
9327 Cristina Mazón: ls profitability related to market share? An intra-industry study in Spanish 
manufacturing. 
9328 Esther Gordo y Pilar L'Hotellerie: La competitividad de la industria española en una pers­
pectiva macroeconómica. 
9329 Ana Buisán y Esther Gordo: El saldo comercial no energético español: determinantes y 
análisis de simulación (1964-1992). 
9330 Miguel Pellicer: Functions of the Banco de España: An hislOrical perspective. 
9401 Carlos Ocaña, Vicente Salas y Javier Vallés: Un análisis empírico de la financiación de la 
pequeña y mediana empresa manufacturera española: 1983-1989. 
9402 P. G. Fishcr- and J. L. Vega: An empirical analysis of M4 in the United Kingdom. 
9403 J. Ayuso, A. G. Haldane and F. Restoy: Volatility transmission along the money market 
yicld curve. 
9404 Gabriel Quirós: El mercado británico de deuda pública. 
9405 Luis J. Álvarez and Fernando C. Ballabriga: BVAR models in the context oC cointegration: 
A Monte Cario experiment. 
9406 Juan José Dolado, José Manuel González-Páramo y José M.a Roldán: Convergencia eco­
nómica entre las provincias españolas: evidencia empírica (1955-1989). 
9407 Ángel Estrada e Ignacio Hernando: La inversión en España: un análisis desde el lado de la 
oferta. 
9408 Ángel Estrada Carda, M: Teresa Sastre de Miguel y Juan Luis Vega Croissier: El meca­
nismo de transmisión de los tipos de interés: el caso español. 
9409 Pilar Garda Perea y Ramón Gómez: Elaboración de series históricas de empleo a partir 
de la Encuesta de Población Activa (1964-1992). 
94/0 F. J. Sáez Pérez de la Torre, J. M: Sánchez Sáez y M: T_ Sastre de Miguel: Los mercados 
de operaciones bancarias en España: especialización productiva y competencia. 
94JJ Olympia Bover and Ángel Estrada: Durable consumption and house purchases: Evidence 
from Spanish panel data. 
94/2 José Viñals: La construcción de la Unión Monetaria Europea: ¿resulta beneficiosa, en dón­
de estamos y hacia dónde vamos? (Publicada una edición en inglés con el mismo número.) 
94/3 Carlos Chuliá: Los sistemas financieros nacionales y el espacio financiero europeo. 
94/4 José Luis Eserivá y Andrew G. Haldane: El mecanismo de transmisión de los tipos de inte­
rés en España: estimación basada en dasagregaciones sectoriales. (Publicada una edición 
en inglés con el mismo número.) 
94/5 M: de los Llanos Matea y Ana Valentina Regil: Métodos para la extracción de señales y 
para la trimestralización. Una aplicación: Trimcstralización del denactor del consumo pri­
vado nacional. 
94/6 José Antonio Cuenca: Variables para el estudio del sector monetario. Agregados moneta­
rios y crediticios. y tipos de interés sintéticos. 
94/7 Ángel Estrada y David López-Salido: La relación entre el consumo y la renta en España: 
un modelo empírico con datos agregados. 
94/8 José M. González Mínguez: Una aplicación de los indicadores de discreciona]jdad de la 
política fiscal a los países de la UE. 
94/9 Juan Ayuso, María Pérez Jurado y Fernando Restoy: ¿Se ha incrementado el riesgo cam­
biario en el SME tras la ampliación de bandas? (Publicada una edición en inglés con el 
mismo número.) 
9420 Simon Milner and David Metcalf: Spanish pay setting institutions and performance Qutcomes. 
942/ Javier Santillán: El SME, los mercados de divisas y la transición hacia la Unión Monetaria. 
9422 Juan Luis Vega: ¿Es estable la función de demanda a largo plazo de ALP? (Publicada una 
edición en inglés con el mismo número.) 
9423 Gabriel Quirós: El mercado italiano de deuda pública. 
9424 Isabel Argimón, José Manuel González-Páramo y José María Roldán: Inversión privada, 
gasto público y efecto expulsión: evidencia para el caso español. 
9425 Charles Goodhart and José Viñals: Strategy and tactics of monetary policy: Examples from 
Europe and the Antipodes. 
9426 Carmen Melcón: Estrategias de política monetaria basadas en el seguimiento directo de 
objetivos de in nación. Las experiencias de Nueva Zelanda, Canadá, Reino Unido y Suecia. 
9427 Olympia Bover and Manuel Arellano: Female labour force participation in tbe 1980s: the 
case of Spain. 
9428 Juan María Peñalosa: The Spanish catching-up process: General determinants and contri-
bution of the manufacturing industry. 
9429 Susana Núñez: Perspectivas de los sistemas de pagos: una reflexión crítica. 
9430 José Viñals: ¿Es posible la convergencia en España?: En busca del tiempo perdido. 
9501 Jorge Blázquez y Miguel Sebastián: Capitalpúblico y restricción presupuestaria guberna­
mental. 
9502 Ana Buisán: Principales determinantes de los ingresos por turismo. 
9503 Ana Buisán y Esther Gordo: La protección nominal como factor determinante de las im­
portaciones de bienes. 
9504 Ricardo Mestre: A macroeconomic evaluation of the Spanish monetary policy transmis­
sion mechanism. 
9505 Fernando Restoy and Ana Revenga: Optimal exchange Tate flexibility in an economy with 
intersectoral rigidities and nontraded goods. 
9506 Ángel Estrada y Javier Vallés: Inversión y costes financieros: evidencia en España con da­
tos de panel. (Publicada una edición en inglés con el mismo número.) 
9507 Francisco Alonso: La modelización de la volatilidad del mercado bursátil españoL 
9508 Francisco Alonso y Fernando Restoy: La remuneración de la volatilidad en el mercado es­
pañol de renta variable. 
9509 Fernando C. Ballabriga, Miguel Sebastián y Javier Vallés: España en Europa: asimetrías 
reales y nominales. 
9510 Juan Carlos Casado, Juan Alberto Campoy y Carlos Chuliá: La regulación financiera espa­
ñola desde la adhesión a la Unión Europea. 
9511 Juan Luis Díaz del Hoyo y A. Javier Prado Domínguez: Los FRAs como guías de las expec­
tativas del mercado sobre tipos de interés. 
9512 José M.a Sánchez Sáez y Teresa Sastre de Miguel: ¿Es el tamaño un factor explicativo de 
las diferencias entre entidades bancarias? 
9513 Juan Ayuso y Soledad Núñez: ¿Desestabilizan los activos derivados el mercado al conta­
do?: La experiencia española en el mercado de deuda pública. 
9514 M.a Cruz Manzano Frías y M.a Teresa Sastre de Miguel: Factores relevantes en la determi-
nación del margen de explotación de bancos y cajas de ahorros. 
9515 Fernando Restoy and Philippe Weil: Approximate equilibrium asset prices. 
95/6 Gabriel Quirós: El mercado francés de deuda pública. 
9517 Ana L. Revenga and Samuel Bentolila: What affects the employment rate intensity of 
growth? 
9518 Ignacio Iglesias Araúzo y Jaime Esteban Velasco: Repos y operaciones simultáneas: estu-
dio de la normativa. 
95/9 Ignacio Fuentes: Las instituciones bancarias españolas y el Mercado Único. 
9520 Ignacio Hemando: Política monetaria y estructura financiera de las empresas. 
952/ Luis Julián Álvarez y Miguel Sebastián: La inflación latente en España: una perspectiva 
macroeconómica. 
9522 Soledad Núñez Ramos: Estimación de la estructura temporal de los tipos de interés en 
España: elección entre métodos alternativos. 
9523 Isabel Argimón, José M. González.Páramo y José M.a Roldán Alegre: Does public spen­
ding crowd out private investment? Evidence from a panel of 14 OECD countries. 
9524 Luis Julián Álvarez, Fernando C. Ballabriga y Javier Jareño: Un modelo macroeconomé­
trico trimestral para la economía española. 
9525 Aurora Alejano y Juan M.· Peñalosa: La integración (inanciera de la economía española: 
efectos sobre los mercados financieros y la política monetaria. 
9526 Ramón Gómez Salvador y Juan J. Dolado: Creación y destrucción de empleo en España: 
un análisis descriptivo con datos de la CBBE. 
9527 Santiago Femández de Lis y Javier Santillán: Regímenes cambiarios e integración moneta­
ria en Europa. 
9528 Gabriel Quirós: Mercados financieros alemanes. 
9529 Juan Ayuso Huertas: ¿Existe un trade-off entre riesgo cambiario y riesgo de tipo de interés? 
(Publicada una edición en inglés con el mismo número.) 
9530 Fernando Restoy: Determinantes de la curva de rendimientos: hipótesis expectacional y 
primas de riesgo. 
953/ Juan Ayuso y María Pérez Jurado: Devaluaciones y expectativas de depreciación en el SME. 
(Publicada una edición en inglés con el mismo número.) 
9532 Paul Schulstad and Ángel Serrat: An Empirical Examination of a Multilateral Target Zone 
Model. 
9601 Juan Ayuso, Soledad Núñez and María Pérez-Jurado: Volatility in Spanish financial mar­
kets: The recent experience. 
9602 Javier Andrés e Ignacio Hemando: ¿Cómo afecta la inflación al crecimiento económico? 
Evidencia para los países de la OCDE. 
9603 Barbara Dluhosch: On the (ate of newcomers in the European Union: Lessons from the 
Spanish experience. 
9604 Santiago Fernández de Lis: Classifications of Central Banks by Autonomy: A comparative 
analysis. 
9605 M: Cruz Manzano Frías y Sofia Galmés Belmonte: Políticas de precios de las entidades de 
crédito y tipo de clientela: efectos sobre el mecanismo de transmisión. (Publicada una 
edición en inglés con el mismo número.) 
9606 Malte Krüger: Speculation, Hedging and lntermediation in the Foreign Exchange Market. 
9607 Agustín Maravall: Short-Term Analysis of Macroeconomic Time Series. 
9608 Agustín Maravall and Christophe Planas: Estimation Error and the Specification of Un­
observed Component Models. 
9609 Agustín Maravall: Unobserved Components in Economic Time Series. 
9610 Matthew B. Canzoneri. Rehzad Diba and Gwen Eudey: Trends in European Productivity 
and Real Exchange Rates. 
9611 Francisco Alonso, Jorge Martínez Pagés y María Pérez Jurado: Agregados monetarios pon­
derados: una aproximación empírica. (Publicada una edición en inglés con el mismo número.) 
96/2 Agustín MaravalJ and Daniel Peña: Missing Observations and Additive Outliers in Time 
Series Models. 
9613 Juan Ayuso and Juan L. Vega: An empirical analysis of the peseta's exchange Tate dynamics. 
9614 Juan Ayuso : Un análisis empírico de los tipos de interés reales ex-ante en Espana. 
96/5 Enrique Alberola lIa: Optimal exchange rate targets and macroeconomic stabilization. 
%/(¡ A. Jorge Padilla. Sanmcl Bentolila and Juan J. Bolado: Wage hargaining in irH.lustries with 
market powl'r. 
96/7 Juan J. Dolado and Franccsc Marmol: EITicient estimatioll of cointqwlling. n:]¡lIionships 
¡¡1l1\lng hig.her orucr and frm:tionally integraleu processes. 
C)ó18 Jllan J. Dolado y Ramón Gúrnez: La rdaciún entre vacantes y (ksempl!.:o en Esp¡rña: per� 
IUrhaciones agregauas y de reasignación. 
(j(¡f(j Alberto Cabrero V Juan Carlos Delrieu: Elahoraclón (I!.: un índi¡,:¡,: sinlélic(l pirra pn .. 'decir la 
inflúeiún en Espit11a. 
1)(¡10 Una-louise Bell: Adjuslmellt eosls. uncerlainty and l'mploymenl inerlia. 
9621 M." de los llanos Matea y Ana Valentina Regi1: Indicadores de in Ilación a corto plazo. 
1.)(¡22 James Conklin: ('ompuling value corrcsp\lnuenccs for repeilled games \\'ilh s!<tte v¡rriahl!.:s. 
C)(¡23 James Conklin: The Iheory or sovcrcign debt ¡rnd Spain under Philip 11. 
lJ()]'¡ José Viñals and Juan F. Jimeno: Monetary Union and European unemploymelll. 
(}(¡25 María Jesús Nieto Carol: Central and Easlel"ll European Financial Systems: TowarJs inlc .. 
gration in the European Uniol1. 
1}(¡26 Matthen" 8. Canzoneri. Javier Vallés and José Viñals: Do eschange mtes mo\'e to auJress 
inlernaliollal maef()Cetl]l(lrnie imbalanees"! 
Cj(¡]7 Enrique Alberola lIa: Integración económica y unión monetaria: d contrasle enlre Nor­
te¡rnH':rica y Europa. 
Cj(¡28 Víctor Górnez and Agustín Maravall: Programs TRAMO and SEATS. 
1.)(¡2Cj Javier Andrés. Ricardo Mestre , .. Javier Vallés: Un moJdo estruclural para el amilisis dd 
mec<lnisnlt) UC Iransrnisitlll mOlleiaria: el cas{) espaij(ll. 
(}(¡30 FranciS("o Alonso y Juan Ayu�(): Una estimación Je las primas Je riesgo por inl1ac1(ín el1 el 
caso esp¡l1iol. 
( 1 ) Los DllCUIllCnlos l.k: Trabajo �lIlll.:rit)res riguran en el cal,ilo.!'u (lo.: puhlicaciones J�') B,lnt:o Je Espaihl. 
Información: Banco de España 
Sección de Publicaciones. Negociado de Distribución y Gestión 
Teléfono: 338 51 80 
Alcalá, 50. 28014 Madrid